摘要：以廣東省2003—2010年反映農(nóng)民企業(yè)家成長指標(biāo)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值和反映縣域經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展指標(biāo)的國內(nèi)生產(chǎn)總值為變量，運(yùn)用PVAR模型對農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行分析。面板協(xié)整檢驗(yàn)表明，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系；面板VAR估計(jì)表明，農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)增加值與縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值具有相互的正向影響；脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析進(jìn)一步證實(shí)了這一關(guān)系。說明農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著正向的相互促進(jìn)關(guān)系，應(yīng)優(yōu)化縣域外生環(huán)境，增強(qiáng)農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生動(dòng)力，促進(jìn)二者健康發(fā)展和良性互動(dòng)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民企業(yè)家成長；縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；相互促進(jìn)；關(guān)系實(shí)證

中圖分類號：F224.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號：1672-3104（2013）03?0017?05

國外對企業(yè)家與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互關(guān)系的研究較少，散見于區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論中，如弗朗索瓦·佩魯（Francois Perroux）的“發(fā)展極”理論、岡納·繆爾達(dá)爾（Gurmar Myrdal）的“擴(kuò)散效應(yīng)”與“回波效應(yīng)”、普雷維什（Matthias Lutz）-辛格（Hans Singer）的“中心 外圍”理論、A.O.赫希曼的“不平衡增長理論”等。國內(nèi)對這方面的研究主要從縣域經(jīng)濟(jì)與中小企業(yè)發(fā)展關(guān)系以及發(fā)展要素對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)的角度進(jìn)行，見于一些專家言論和學(xué)者論文中。如2002年兩會(huì)期間吳敬璉提出，放手發(fā)展民營中小企業(yè)是解決縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題的根本出 路[1]。2004年時(shí)任國務(wù)院發(fā)展研究中心副主任的陳錫文提出非國有經(jīng)濟(jì)、集體經(jīng)濟(jì)、私營經(jīng)濟(jì)在縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要地位[2]。張丹實(shí)證分析了農(nóng)民企業(yè)家對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)與作用，指出農(nóng)民企業(yè)家在解決農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)、提高農(nóng)民收入、發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)等方面的重要作用[3]。徐云峰和胡樹林認(rèn)為西部全面建設(shè)小康社會(huì)的關(guān)鍵是對農(nóng)村經(jīng)營轉(zhuǎn)型，促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[4]。姜濤論述陜西省縣域經(jīng)濟(jì)與中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)系，指出中小企業(yè)在縣域經(jīng)濟(jì)中作用非常大，并給出對策建議以促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展[5]。曹群基于全國百強(qiáng)縣的分析，認(rèn)為縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)主要來自于產(chǎn)業(yè)的高度集聚，并認(rèn)為其他地區(qū)可以借鑒東部地區(qū)，提高產(chǎn)業(yè)配套能力，培育有具有核心競爭力的產(chǎn)業(yè)集群，從而發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，另一方面，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好之后，可以進(jìn)一步吸引更多的產(chǎn)業(yè)集聚，如此往復(fù)，形成良性循環(huán)[6]。

國外的研究是對西方發(fā)達(dá)國家的實(shí)證，研究的結(jié)論對于我國縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的借鑒作用。但在我國，由于發(fā)展的條件、歷程以及企業(yè)家和縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的出發(fā)點(diǎn)與西方存在著較大的差異，國外研究結(jié)論不盡適用于我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而國內(nèi)的研究時(shí)間較短，理論尚不完善，對于農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究更是缺乏。本文則旨在通過PVAR模型分析二者的關(guān)系，研究二者相互促進(jìn)的模式。

一、模型與數(shù)據(jù)

（一）變量選取

農(nóng)民企業(yè)家成長的內(nèi)涵主要包括成長環(huán)境的改善、企業(yè)家個(gè)人能力的提升以及企業(yè)家群體實(shí)力的增長等幾個(gè)方面[7]。其中成長環(huán)境的改善主要涉及經(jīng)濟(jì)環(huán)境、文化環(huán)境、技術(shù)環(huán)境和制度環(huán)境等幾個(gè)方面，但這些變量主要是外生的，不宜選取。農(nóng)民企業(yè)家能力提升和群體實(shí)力增長主要包括企業(yè)家融資能力、技術(shù)能力、管理能力、關(guān)系能力、營銷能力、創(chuàng)新能力、機(jī)會(huì)把握能力等，可以概括為資源配置能力以及帶來

利潤增長的能力，但這些能力難以定量測度，也不宜選取?？h級行政區(qū)域也沒有直接反映農(nóng)民企業(yè)家數(shù)量和投資數(shù)額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，還是不能選取。鑒于此，本研究選取農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值為變量，以反映農(nóng)民企業(yè)家綜合成長能力。另一方面，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅是量的增長，同時(shí)也是質(zhì)的提升，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)的全面發(fā)展，因此，本研究選取GDP作為變量，反映縣域經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平。

調(diào)研發(fā)現(xiàn)，地方統(tǒng)計(jì)操作中，廣東省歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》中鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的統(tǒng)計(jì)口徑與農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的范圍基本吻合，這樣，在對外商投資較高的縣市進(jìn)行剔除后，其他縣市鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)家的范圍基本符合本研究中農(nóng)民企業(yè)家的范圍。而且，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的創(chuàng)始人和主要管理人員范圍與農(nóng)民企業(yè)家范圍也基本一致，他們數(shù)量相近，所以本研究采用各縣域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的指標(biāo)特征值來代替農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的指標(biāo)特征值，這在檢驗(yàn)兩者關(guān)系的計(jì)量分析中是可行而且也是可靠的（伍德里奇 2009）[8]。另外，若僅使用單個(gè)縣域的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，會(huì)缺乏代表性，所以，本研究采用廣東省縣域GDP和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值的面板VAR模型來分析縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)民企業(yè)家成長的關(guān)系。

（二）模型構(gòu)建

（三）數(shù)據(jù)說明

為了提高分析的準(zhǔn)確性，本研究剔除外商投資和港澳臺(tái)投資所占比例較高的縣市。以5%為界限，數(shù)據(jù)收集剔除了增城、從化、博羅、惠東、龍門等5個(gè)縣市。另外，對于數(shù)據(jù)不完整的縣級行政區(qū)域，同樣予以剔除。這樣，本研究計(jì)量數(shù)據(jù)主要來自包括樂昌、南澳等的59個(gè)縣級行政區(qū)域。

二、計(jì)量結(jié)果分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

首先檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。各變量同階單整時(shí)，可以對其進(jìn)行變量協(xié)整檢驗(yàn)，這樣就能確定兩個(gè)變量之間長期均衡關(guān)系。為避免檢驗(yàn)方法局限對檢驗(yàn)結(jié)果造成的負(fù)面影響，對變量和其差分后的變量采取單位根檢驗(yàn)時(shí)分別采用以下四種方法：LLC檢驗(yàn)、HZ檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)及Hadri LM檢驗(yàn)。如表2，四種檢驗(yàn)結(jié)果均表明變量LnGDP非平穩(wěn)；對于LnGDP的一階差分，除LLC檢驗(yàn)外，其他三種方法的檢驗(yàn)結(jié)果均表明該變量平穩(wěn)；對于LnRE變量，除LLC檢驗(yàn)外，其他三種檢驗(yàn)表明該變量非平穩(wěn)；對于ΔLnRE的一階差分， HZ檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)和Hadri LM檢驗(yàn)的結(jié)果均為平穩(wěn)?？梢钥闯觯甲兞縇nGDP及LnCR為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，一階差分后的數(shù)據(jù)ΔLnGDP及ΔLnRE為平穩(wěn)數(shù)據(jù)。

（二）面板協(xié)整檢驗(yàn)

其次檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整性。對于處于同階單整而不平穩(wěn)的序列，假如它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，則該時(shí)間序列之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。在單位根檢驗(yàn)的前提下，本研究對兩個(gè)變量采取協(xié)整檢驗(yàn)，以判定兩者之間是否存在長期均衡關(guān)系。面板單位跟檢驗(yàn)表明，LnGDP及LnRE兩個(gè)變量均為一階單整，本文分別使用Pedroni檢驗(yàn)及Kao檢驗(yàn)兩種方法檢驗(yàn)其協(xié)整性。Pedroni協(xié)整結(jié)果包括組內(nèi)差異及組間差異兩種，前者包括Panel rho、Panel v、Panel PP及Panel ADF等幾個(gè)統(tǒng)計(jì)量，后者包括Group PP、Group rho及 Group ADF等幾個(gè)統(tǒng)計(jì)量。其中Panel ADF和Group ADF 的檢驗(yàn)效果最好，其次為Panel rho、Panel PP 及Group PP，再次為Panel v及Group rho。在樣本期較短時(shí)，Panel ADF 及Group ADF 統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)效能比其他統(tǒng)計(jì)量要好。表3為變量協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，除Pedroni方法中Panel v 及Group rho兩種檢驗(yàn)外，其他檢驗(yàn)都拒絕原假設(shè)，說明兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，即縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系。

（三）面板VAR模型分析

面板協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證了縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建面板數(shù)據(jù)VAR模型（PVAR）分析兩個(gè)變量的短期關(guān)系。PVAR分析方法可以分解出每個(gè)沖擊對因變量的影響，從而可以得到兩個(gè)變量動(dòng)態(tài)調(diào)整的雙向過程。按照PVAR模型分析步驟，作以下分析和說明。

1. 面板VAR估計(jì)

面板VAR估計(jì)能消除各縣級行政區(qū)域存在固定效應(yīng)。通常均值差分法能消除固定效應(yīng)，但也可能產(chǎn)生回歸偏差，因此，本研究使用向后均值差分法Helmert對此問題進(jìn)行克服。這里，工具變量選取因變量的滯后二期項(xiàng)，具體過程中參考Love 及Zicchino （2006）在STATA中Helmert程序及步驟[9]，分析結(jié)果如表4。

從回歸結(jié)果看來，以縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量時(shí)，農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的增加值對其具有比較顯著的正向影響，其中滯后一期和滯后二期的系數(shù)分別為0.24和0.02，表明農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)的成長能促進(jìn)縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，但是這種影響隨時(shí)間推移而逐漸減弱。反過來，以農(nóng)民企業(yè)家經(jīng)營企業(yè)的增加值為因變量時(shí)，縣域GDP對其也具有正向的影響，其中滯后一期和滯后二期的系數(shù)分別為0.18和0.24，表明縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以為農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)成長提供良好的環(huán)境。

2. 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述系統(tǒng)中一個(gè)變量的正交化信息（Innovation）對其他變量的影響程度。Choleski分解排序意味著后面的變量同期和滯后期都受到前面變量的影響，前面變量只受到后面變量滯后期的影響[10]，因此，本分析中變量順序?yàn)镚DP、RE。蒙特卡羅模擬給出脈沖響應(yīng)函數(shù)5%～95%的置信區(qū)間。

三、小結(jié)

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值與農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值之間存在長期均衡關(guān)系；農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的正向影響，縣域國內(nèi)生產(chǎn)總值對農(nóng)民企業(yè)家企業(yè)增加值也具有一定程度的正向影響；脈沖響應(yīng)函數(shù)和與方差分解分析進(jìn)一步證實(shí)了農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的相互促進(jìn)關(guān)系。

1978年以來，我國農(nóng)民企業(yè)家成長與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展良性互動(dòng)，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展做出了重大的貢獻(xiàn)。但我國市場經(jīng)濟(jì)體制尚不完善，法律制度尚不健全，二者的發(fā)展也受到了限制[11]，在二者成長過程中遇到各種各樣的結(jié)構(gòu)性矛盾和體制性問題，因此，必須構(gòu)建制度，消除制約性障礙，形成二者的健康發(fā)展和良性互動(dòng)。一方面，必須優(yōu)化縣域外生經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)民企業(yè)家成長[12]。另一方面，必須增強(qiáng)農(nóng)民企業(yè)家內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力，促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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[編輯： 汪曉]